精神医学のフロンティア：寛解期日本人双極性障害患者の認知機能解析
精 神 神 経 学 雑 誌 第 120 巻 第 11 号（2018） 981 ₉₈₉981
頁

精神医学のフロンティア
寛解期日本人双極性障害患者の認知機能解析
古野 望1,2），三浦智史3），島野聡美1），本村啓介4），
堀井麻千子1），今永桐子5），神庭重信1）

Nozomi Furuno, Tomofumi Miura, Satomi Shimano, Keisuke Motomura,
Machiko Horii, Hisako Imanaga, Shigenobu Kanba【目的】神経認知機能障害は双極性障害の中核症状の 1 つと考えられている．また，MATRICS
統一見解認知機能評価バッテリー（MCCB）は，双極性障害患者の認知機能を評価する標準的な検査バッテリーの有力な候補と考えられている．本研究では，MCCB 日本語版（MCCB J）を用
いて，寛解期における日本人双極性障害患者の認知機能を評価し特徴を明らかにするとともに，その結果を先行研究と比較することを目的とした．【方法】寛解期双極性障害患者群 25 名と健常
対照群 53 名を対象に MCCB J を実施し，各認知ドメインスコアを用いて判別分析を行った．さらに，MCCB を用いて双極性障害患者の認知機能を評価した先行研究のメタ解析を行い，われわ
れの結果と比較検討を行った．【結果】7 つの認知ドメインスコアを用いた判別分析により，健常群と患者群が判別可能であり，処理速度，視覚学習，社会認知の 3 つの認知ドメインが，両群間の判別に有効であった．また，認知ドメインごとの比較では，視覚学習，社会認知，処理速度，
および MCCB 総合スコアにおいて，患者群で有意にその得点が低かった．メタ解析では，双極性障害患者は，すべての認知ドメインおよび MCCB 総合スコアにおいて，有意な認知機能低下が認められた．また，作業記憶および社会認知において，先行研究と本研究で異なる結果が認められた．【結論】本研究は，日本人双極性障害患者の認知機能を，MCCB J を用いて評価した初めての論文である．先行研究と同様に，MCCB J を用いることにより，寛解期日本人双極性障害患者の認知機能障害の特徴を有効に評価することが可能であった．
＜索引用語：双極性障害，寛解期，MATRICS 統一見解認知機能評価バッテリー，認知機能＞

はじめにリーとして，MATRICS 統一見解認知機能評価

近年，統合失調症では，機能的転帰と関連するバッテリー（MCCB）が開発され12,19），統合失調症状として認知機能障害が注目されており，陽性症の認知機能改善をターゲットとした薬の開発に症状，陰性症状に加え，中核症状と考えられるよ

用いられている．一方で，双極性障害は，疾患感うになってきている．そして，統合失調症の認知

受性遺伝子の一部が統合失調症と重なるなど，統機能をより鋭敏に反映する認知機能評価バッテ

合失調症と共通した生物学的基盤を有すると考え

著者所属：1）九州大学大学院医学研究院精神病態医学
倉医療センター2）福岡県立精神医療センター太宰府病院

4）国立病院機構肥前精神医療センター

3）国立病院機構小5）医療法人清陵会南ヶ丘病院

本論文は PCN 誌に掲載された最新の研究論文10）を編集委員会の依頼により，著者の 1 人が日本語で書き改め，その意義と展望などにつき加筆したものである．

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982

られており，認知機能に関しても，①統合失調症

18）
ち，Japanese Adult Reading Test（JART）によと比較して，より軽度ではあるが，特徴が類似しる推定病前 IQ が 80 未満のもの，および視覚障害

た障害を認める，②気分エピソードの急性期のみ

もしくは言語障害をもつものは除外した．

でなく，寛解期にも認知機能障害を認める，③統患者群は，精神科診断面接マニュアル（SCID）

合失調症と同様に，患者のみでなく第一度親族に7）
患者用版（SCID I/P）を用いて，DSM Ⅳに従いも類似した特徴をもつ認知機能障害が認められる双極性障害Ⅰ型もしくはⅡ型と診断され，認知機ことが明らかとなっている ．そのため，認知機能検査の時点で，急性期エピソードから回復〔ヤ

能障害は，双極性障害においても中核症状の 1 つ

26）
ング躁病評価尺度（YMRS）
スコアで 8 点以下，であると広く認識されるようになってきた．

かつハミルトンうつ病評価尺度（HAM D）8）スコ1）

これまで，メタ解析を含めて，双極性障害患者

アで 8 点以下の状態が 4 週間以上継続〕しているの認知機能障害に関する多くの研究が行われてきものとした23）．向精神薬を内服中の患者は除外したが，それらの結論は一致していなかった．そのなかったが，過去 6 ヵ月以内にアルコール/物質乱理由の 1 つとして，双極性障害患者の特徴的な認用・依存の既往があるものは除外した．また，

知機能障害を測定するための，標準的な認知機能

MCCB J を施行した双極性障害患者 25 名中 1 名

評価バッテリーが存在しなかったことが挙げられは，動機を維持できずに，適切に検査を完了できる．標準的な評価バッテリーは，双極性障害の認なかったと判断されたため，検査実施者と協議し知機能障害を標的とした，薬物，または心理社会た結果，最終的な解析から除外することとした．

的介入の臨床研究に必要不可欠である．そこで，健常対照群は，SCID 非患者用版（SCID ɪ/NP）

国際双極性障害学会（ISBD）では，標準的な評価を用いて，過去と現在のⅠ軸精神疾患罹患がない

バッテリーを検討するために，双極性障害患者のことを確認し，精神疾患の第一度親族の家族歴が認知機能に関する既存の研究を精査し，ISBD 神

あるものは除外した．

経認知評価バッテリー（ISBD BANC）を提案した．ISBD BANC には，いくつかの補助検査に加2．神経認知評価

えて，統合失調症 MCCB が含まれており ，すで

MCCB は以下の 10 項目の下位検査からなり，に欧米では，双極性障害の認知機能障害を MCCB

それによって 7 つの認知ドメインが評価可能ともしくは ISBD BANC を用いて評価した研究がなっている19）．

複数報告されている6,13,22,24）．

①処理速度：トレイルメイキングテスト A パー

25）

今回われわれは，寛解期日本人双極性障害患者

ト（TMT A），統合失調症認知機能簡易評価尺の認知機能障害を，兼田らにより翻訳開発された

度 記号コード化（BACS SC），カテゴリー流暢

MCCB J11）を用いて評価し，欧米の先行研究の結性（Fluency）

果と比較検討を行った ．
10）②注意/覚醒：連続遂行課題（CPT IP）③作業記憶：ウェクスラー記憶検査第 3 版空間ス

Ⅰ．研究の方法および結果
1．対象

本研究は，2010〜2015 年の間にリクルートしたパン（WMS III），語音整列（LNS）④言 語 学 習： ホ プ キ ン ス 言 語 学 習 検 査 改 訂 版（HVLT R）

20〜60 歳の日本語を母国語とする成人を対象と⑤視 覚 学 習： 簡 易 視 空 間 記 憶 検 査 改 訂 版

した．最終的に，25 名の寛解期双極性障害患者と（BVMT R）

53 名の健常対照者に MCCB J を施行した．詳細⑥推論と問題解決：神経心理学的評価バッテリーな研究の説明を行ったうえで，すべての参加者か（NAB）迷路

ら書面による同意を得た．すべての対象者のう⑦社会認知：マイヤー サロヴェイ カルーソー感

精神医学のフロンティア：寛解期日本人双極性障害患者の認知機能解析

983

情知能検査（MSCEIT）感情管理

ン 3.2.2）の metafor パッケージを使用し，変量効

検査は，MCCB J に習熟した実施者により行わ

果モデルを用いて平均差として計算した．その研究における健常対照群の MCCB スコアが報告された．

れていた場合には，それを参照値として用いた．
報告されていなかった場合には，Kern ら12）の健

3．統計学的解析
各群の背景情報は，連続変数はスチューデント

常対照群のスコアを用いた．

の t 検定，カテゴリー変数はχ 検定を用いて比較
2

した．

5．結

果

MCCB J の各スコアは，Kern, R. S. ら12）と同様

1）寛解期日本人双極性障害患者の神経認知評価の方法により，曽良，兼田から提供された日本人

健常対照群，双極性障害群はそれぞれ，49.1％，

標準データ（n＝202）を用いて，年齢，性別，推37.5％が女性で，年齢は 36.0±10.3 歳，43.3±8.7

定病前 IQ で補正した z スコアとして算出した．

歳，教育年数は 15.0±2.2 年，15.3±2.4 年，JART

双極性障害群との比較には，日本人標準データとによる推定病前 IQ は 105.8±9.0，107.4±9.1 では別に，われわれがリクルートした健常対照群をあった（いずれも平均±標準偏差）．性別，教育年
数，および推定病前 IQ には統計学的な有意差は用いた．
最初に，判別分析を用いて，MCCB J の 7 つの認めなかったが，平均年齢は健常対照群と比較し認知機能ドメインスコアにより，健常群と双極性て 患 者 群 で 有 意 に 高 か っ た（t＝ −2.97，P＝障害患者群が，判別可能であるかを検討した．次

0.004）．以降の解析には，年齢，性別，推定病前に，2 群間を判別するのに有効な認知ドメインを，IQ で補正した z スコアを用いた．

P＜0.05 をカットオフとしてステップワイズ変数

双極性障害群（Ⅰ型障害 16 名，Ⅱ型障害 8 名）

6,13）の平均入院回数は 2.8±2.7 回であり，9 名に精神に従い，2 群間の下位検査，認知ドメイン，およ病症状の既往があった．また，評価時の臨床症状

び MCCB 総合スコアの平均値について，スチュー

評価尺度は，YMRS 0.96±1.7，HAM D 2.5±2.2，

デント t 検定を用いて比較した．なお，多重検定

GAF 73.0±11.7 であった．抗てんかん薬を 17 名，の補正にはボンフェローニの方法を用いた．以上

リチウムを 12 名（675.0 mg/日±237.9），抗精神の統計学的解析には，JMP11 を用いた．

病薬を 17 名（クロルプロマジン換算 297.4 mg/日

選択を行うことで同定した．また，先行研究±270.0），抗うつ薬を 7 名，抗不安薬を 15 名（ジ4．メタ解析

アゼパム換算 17.50 mg/日±15.09），抗コリン薬をデータベース検索は，2015 年 6 月 15 日に，1 名が内服していた（平均±標準偏差）．

SCOPUS，PubMed，PsycINFO，コクランシステ

7 つの MCCB 認知ドメインを用いた判別分析にマティックレビューのデータベース，コクランのより，双極性障害群と健常対照群が判別可能であ

臨床試験中央レジストリ（CENTRAL）に対してり（Wilksʼ lambda＝0.61，P＜0.0001），ステップ

行った．検索用語としては，「MCCB」もしくは

ワイズ変数選択により，処理速度，視覚学習，お「MATRICS Consensus Cognitive Battery」を用よび社会認知が，2 群間の判別に有効なドメイン

い，双極性障害の患者に対して，言語を問わずであることが明らかとなった．また，10 の下位検

MCCB を用いて認知機能検査を実施している研査項目を用いた判別分析でも両群間の判別が可能

究を同定した．2 人の査読者が独立して研究を選であった（Wilksʼ lambda＝0.56，P＜0.0001）．

択し，データ抽出を行った．原著論文の曖昧な点

MCCB J 認知ドメインおよび下位検査項目スコは，責任著者に連絡をとり確認をした．

アの判別分析構造プロットを図 1 に示す．分布図

各 MCCB 認知ドメインスコアは，R（バージョは，各群間を判別する際の効果の大きさとその方

精 神 経 誌（2018）120 巻 11 号

984

a

4

3

2nd Canonical Axis

2

1

Reasoning and problem solving
Speed of processing
Bipolar Disorder

Verbal learning

0

Attention/Vigilance+
Healthy control
Social cognition+－1
Working memory

Visual learning

－2

－3
－4
b

－3

－2

－1
0
1
1st Canonical Axis

2

3

4

4

3

2nd Canonical Axis

2

1

CPT－IP
WMS－Ⅲ

Bipolar Disorder

+

0

－1

TMT－A

HVLT－R+

BVMT－R Healthy control
LNS BACS－SC
Fluency
NAB Maze
MSCEIT Branch 4

－2

－3
－4

－3

－2

－1
0
1
1st Canonical Axis

2

3

4

図 1 正準判別分析構造
a：健常対照群と双極性障害群を比較した MCCB J 認知ドメインの正準判別分析構造，b：健常対照群と双極性障害群を比較した MCCB J 下位検査項目の正準判別分析構造
各被験者（白丸：健常群，黒丸：双極性障害群）の MCCB 認知ドメインもしくは下位検査項目を示した．各群の多変量平均値は＋マークで示した．小さい灰色の円は 95％信頼区間を示し，大きい薄い灰色の円は 50％信頼区間を示す．多変量平均値から放射線状に伸びる直線はそれぞれのドメイン・下位検査項目の判別への効果を示す．
（文献 10 より和訳して引用）

精神医学のフロンティア：寛解期日本人双極性障害患者の認知機能解析
表985

メタ解析に含めた研究

統計学的背景
研究

サンプル

Lee ら
（2013）

臨床的背景

年齢

性別
男性（％）

人種
白人（％）

患者群 68
健常群 36

43.9
41.4

54.4
55.6

73.5
44.4

Burdick ら（2014）

患者群 136
健常群 148

40.8
41.6

50.0
56.1

Rheenen ら（2014）

患者群 50
健常群 52

38.4
34.0

Sperry ら（2015）

患者群 56
健常群 57

Kessler ら（2013）

患者群 51

教育
年数

下位分類

NA

14.2
14.8

Ⅰ型 46
Ⅱ型 22

15/双極Ⅰ型

HAM D 8.1
YMRS 3.3

49.3
47.3

97.6
102.2

14.1
14.9

Ⅰ型 105Ⅱ型 31

69/患者群HAM D 11.1
CARS M 5.5

32.0
38.5

NA

109.4
111.6

NA

Ⅰ型 38
Ⅱ型 12

NA

MADRS 11.8
YMRS 6.2

30.5
25.7

42.9
40.4

82.1
78.4

NA

NA

NA

56/患者群MADRS 12.1
YMRS 5.2

45.7

47.1

NA

112.9

13.8

Ⅰ型 19
Ⅱ型 32

24/患者群MADRS 37.0

病前 IQ

精神病症状，n

病状評価

HAM D：ハミルトンうつ病評価尺度，YMRS：ヤング躁病評価尺度，CARS M：躁病評価尺度臨床医版，MADRS：モ
ントゴメリー アスベルグうつ病評価尺度．（文献 10 より和訳して引用）向を示しており，処理速度，視覚学習，および社

また，1 つの研究では，双極性障害患者の結果を会認知が，第一判別軸方向に大きな効果をもって個別に報告していなかったため除外した2）．加えいることを示している．また，各下位検査項目のて，退役軍人の背景情報は一般人口と著しく異な比較では，TMT A（0.05±0.83 vs −0.78±1.39；

ると考えられたため，退役軍人を対象とした 1 つ

t＝3.26，P＝0.0017），BACS SC（−0.24±0.98 vsの 研 究 を 除 外 し た9）． 最 終 的 に，5 つ の 研−1.05±1.19；t＝3.14，P＝0.0024），BVMT R

究6,13,16,22,24），361 名の双極性障害患者（女性 54.1％）（0 . 3 7±0 . 6 5 v s −0 . 5 4±1 . 0 2；t＝4 . 7 4，P＜と 293 名の健常対照群（女性 58.2％）をメタ解析

0.0001），MSCEIT（−0.12±1.06 vs −0.97±1.36；に含めた．解析に含めた研究の詳細な情報を表に

t＝3.02，P＝0.0035）で，各認知ドメインの比較で示す．ほとんどの研究では臨床的に安定した双極は，処理速度（−0.002±0.92 vs −0.86±0.96；t＝性障害患者を対象としていたが，Kessler, U.らの3.77，P＝0.0003），視覚学習（0.37±0.65 vs −0.54

研究13）では，治療抵抗性双極性うつ病患者を対象±1.03；t＝4.74，P＜0.0001），社会認知（−0.12±としていた．

1.06 vs −0.97±1.36；t＝3.02，P＝0.0035）で，さ図 2 にメタ解析の結果を示す．7 つの認知ドメ

らに総合スコア（0.03±0.91 vs −0.95±0.93；t＝

インすべてにおいて，双極性障害患者群は健常対

4.32，P＜0.0001）において，有意に双極性障害群

照群と比較して認知機能の低下が認められた．

では健常対照群と比較して得点が低かった（それぞれ平均±標準偏差：健常対照群 vs 双極性障害
群）
．

Ⅱ．考

察

今回の研究10）で，われわれは MCCB J を用いて

2）メタ解析

寛解期の日本人双極性障害患者の認知機能を評価

データベース検索により，750 本の論文を同定した．判別分析により，MCCB J 認知ドメインおし，最初のスクリーニングで，15 の研究が適格基よび下位検査項目のいずれを用いた場合において準を満たす候補として同定された．そのうち，3も，双極性障害群と健常対照群とを判別すること

つの研究は，MCCB を用いておらず，5 つの研究が可能であった．また，健常対照群と比較して，は，参加者が重複していたため除外した

双極性障害群では，3 つの認知ドメイン（処理速．

5,14,17,20,21）

精 神 経 誌（2018）120 巻 11 号

986

1. 処理速度

5. 視覚学習

Clinically stable patient
Lee2013
Burdick2014
Rheenen2014
Sperry2015
RE model（previous studies）
Ishisaka
RE model（including our study）
Heterogeneity：Q＝15.080，df＝4，I2＝73.47％
Test for overall eﬀects：Z＝－5.002（P＜0.001）－0.42［－0.86， 0.02］－1.04［－1.30，－0.78］－0.43［－0.86， 0.00］－1.29［－1.64，－0.94］－0.82［－1.22，－0.42］－0.86［－1.32，－0.40］－0.83［－1.16，－0.51］

Treatment－resistant bipolar depression
Kessler2013
All studies
RE model（all studies）
Heterogeneity：Q＝20.092，df＝5，I2＝75.11％
Test for overall eﬀects：Z＝－5.953（P＜0.001）

Clinically stable patient
Lee2013
Burdick2014
Rheenen2014
Sperry2015
RE model（previous studies）
Ishisaka
RE model（including our study）
Heterogeneity：Q＝2.681，df＝4，I2＝0.00％
Test for overall eﬀects：Z＝－8.193（P＜0.001）－0.58［－1.02，－0.14］－0.71［－0.97，－0.45］－0.41［－0.86， 0.04］－0.70［－1.04，－0.36］－0.64［－0.82，－0.47］－0.91［－1.36，－0.46］－0.68［－0.84，－0.51］

Treatment－resistant bipolar depression－1.35［－1.71，－0.99］－0.92［－1.22，－0.62］

2. 注意/覚醒

Kessler2013
All studies
RE model（all studies）
Heterogeneity：Q＝2.696，df＝5，I2＝0.00％
Test for overall eﬀects：Z＝－9.130（P＜0.001）－0.70［－1.04，－0.36］－0.68［－0.83，－0.53］

6. 推論と問題解決

Clinically stable patient
Lee2013
Burdick2014
Rheenen2014
Sperry2015
RE model（previous studies）
Ishisaka
RE model（including our study）
Heterogeneity：Q＝21.449，df＝4，I2＝81.35％
Test for overall eﬀects：Z＝－2.706（P＝0.007）－0.65［－1.09，－0.21］－0.98［－1.25，－0.71］
0.09［－0.29， 0.47］－0.42［－0.76，－0.08］－0.50［－0.97，－0.03］－0.58［－0.99，－0.17］－0.51［－0.89，－0.14］－0.51［－0.91，－0.11］－0.37［－0.60，－0.14］
0.03［－0.55， 0.61］－0.73［－1.12，－0.34］－0.43［－0.68，－0.19］－0.47［－1.07， 0.13］－0.44［－0.63，－0.24］

Treatment－resistant bipolar depression

Treatment－resistant bipolar depression
Kessler2013
All studies
RE model（all studies）
Heterogeneity：Q＝25.090，df＝5，I2＝80.07％
Test for overall eﬀects：Z＝－3.550（P＜0.001）

Clinically stable patient
Lee2013
Burdick2014
Rheenen2014
Sperry2015
RE model（previous studies）
Ishisaka
RE model（including our study）
Heterogeneity：Q＝5.047，df＝4，I2＝20.75％
Test for overall eﬀects：Z＝－4.326（P＜0.001）－0.93［－1.26，－0.60］－0.59［－0.91，－0.26］

3. 作業記憶Kessler2013
All studies
RE model（all studies）
Heterogeneity：Q＝9.237 ，df＝5，I2＝45.87％
Test for overall eﬀects：Z＝－4.813（P＜0.001）－0.77［－1.05，－0.49］－0.51［－0.72，－0.30］

7. 社会認知Clinically stable patient
Lee2013
Burdick2014
Rheenen2014
Sperry2015
RE model（previous studies）
Ishisaka
RE model（including our study）
Heterogeneity：Q＝6.498，df＝4，I2＝38.44％
Test for overall eﬀects：Z＝－5.035（P＜0.001）－0.62［－1.05，－0.19］－0.76［－1.01，－0.51］－0.45［－0.89，－0.01］－0.44［－0.77，－0.11］－0.61［－0.78，－0.45］－0.19［－0.60， 0.22］－0.52［－0.73，－0.32］

Clinically stable patient
Lee2013
Burdick2014
Rheenen2014
Sperry2015
RE model（previous studies）
Ishisaka－0.25［－0.69， 0.19］－0.43［－0.69，－0.17］
0.17［－0.32， 0.66］－0.37［－0.68，－0.06］－0.28［－0.51，－0.06］－0.85［－1.46，－0.24］

Treatment－resistant bipolar depression
Kessler2013
All studies
RE model（all studies）
Heterogeneity：Q＝6.762，df＝5，I2＝26.06％
Test for overall eﬀects：Z＝－6.556（P＜0.001）－0.65［－0.98，－0.32］－0.55［－0.72，－0.39］

4. 言語学習All studies
RE model（all studies）
Heterogeneity：Q＝7.390，df＝4，I2＝45.87％
Test for overall eﬀects：Z＝－2.746（P＝0.006）－0.34［－0.58，－0.10］

総合

Clinically stable patient
Lee2013
Burdick2014
Rheenen2014
Sperry2015
RE model（previous studies）
Ishisaka
RE model（including our study）
Heterogeneity：Q＝3.636，df＝4，I2＝0.00％
Test for overall eﬀects：Z＝－4.889（P＜0.001）－0.28［－0.75， 0.19］－0.51［－0.74，－0.28］－0.35［－0.77， 0.07］－0.14［－0.46， 0.18］－0.35［－0.53，－0.17］－0.42［－0.82，－0.02］－0.37［－0.52，－0.22］

Burdick2014
Rheenen2014
Sperry2015
RE model（previous studies）
Ishisaka
RE model（including our study）
Heterogeneity：Q＝7.544，df＝3，I2＝60.23％
Test for overall eﬀects：Z＝－6.325（P＜0.001）－1.11［－1.36，－0.85］－0.42［－0.85， 0.01］－0.89［－1.18，－0.60］－0.84［－1.20，－0.49］－0.98［－1.43，－0.53］－0.88［－1.15，－0.61］

Treatment－resistant bipolar depression

Treatment－resistant bipolar depression
Kessler2013
All studies
RE model（all studies）
Heterogeneity：Q＝31.920，df＝5，I2＝84.34％
Test for overall eﬀects：Z＝－2.864（P＝0.004）

Clinically stable patient－1.16［－1.41，－0.91］－0.49［－0.83，－0.16］－2.00 －1.00 0.00
1.00
mean diﬀerence

Kessler2013
All studies
RE model（all studies）
Heterogeneity：Q＝7.556，df＝4，I2＝47.06％
Test for overall eﬀects：Z＝－8.997（P＜0.001）－0.94［－1.20，－0.68］－0.99［－1.10，－0.71］－2.00 －1.00 0.00
1.00
mean diﬀerence

図 2 フォレストプロット
フォレストプロットで，7 つの認知ドメインと MCCB 総合スコアのメタ解析の結果を平均差として示す．3 つのサブ解析：①臨床的に安定した患者を対象とした先行研究（本研究除く），②本研究を含む
臨床的に安定した患者を対象とした研究，③治療抵抗性双極性うつ病患者を含むすべての双極性障害患者の結果．RE model：変量効果モデル．（文献 10 より和訳して引用）

精神医学のフロンティア：寛解期日本人双極性障害患者の認知機能解析

987

度，視覚学習，社会認知），および MCCB 総合ス

語版 MCCB の標準データの反応と大きく異なっ

コアにおいて，機能が低下していることを明らかていた．いくつかの MSCEIT 課題において，本研とした．また，MCCB を用いて双極性障害患者の究の参加者および日本人標準データでは，MCCB

認知機能を評価した先行研究のメタ解析より，健英語版の標準データに含まれる英語圏の被験者と常対照群と比較して，双極性障害群では，7 つの比較して，より悲観的な反応が多く認められていMCCB 認知ドメイン，および MCCB 総合スコア

た．社会認知における健常対照群と双極性障害群の点数が統計学的に有意に低いことを明らかとしの差が，日本人と英語圏の人々との，文化的背景た（図 2）．これらの結果より，英語版 MCCB をを含む背景情報の差のために，本研究においてよ用いた先行研究同様に，MCCB J は，日本語を母り強調された可能性があると考えられた．本研究

国語とする双極性障害患者に有用な認知機能評価で認められた日本人健常群と双極性障害群間の，バッテリーであることが示唆された．

社会認知機能の差異を明確にするには，より大規

ただし，本研究の結果を先行研究と比較した場

模 な 研 究 が 必 要 で あ る と 考 え ら れ た． ま た，合，2 つの点で相違が認められた．第一に，先行

MSCEIT を用いて評価した社会認知機能を国際研究では，作業記憶の障害が共通して認められて間で比較する場合には，その国や文化における標いたのに対して，本研究では，作業記憶について

準データに相違がある可能性に注意をする必要が健常群と患者群で有意な差が認められなかった．

あると考えられた．

双極性障害患者の作業記憶は，教育年数や社会機本研究は，日本人双極性障害患者の認知機能能，精神病症状の既往と関連していることが報告

を，日本語版 MCCB（MCCB J）を用いて評価しされている3,4,15）．本研究の患者群は，比較的教育た初めての論文である．症例数が少なく，服用中年数が長く，社会機能が高く，加えて，精神病症の薬剤の影響を完全に排除することができなかっ状の既往をもつものが少なかった．本研究で作業たなど，本研究の限界も多く存在するが，日本語記憶の有意な機能障害を認めなかったのは，これを母国語とする寛解期双極性障害患者の認知機能

らの臨床的背景に影響された可能性がある．

に関して，基礎的な情報を提供する意義深い研究

次に，英語版 MCCB を用いた先行研究によるである．

と，双極性障害患者の社会認知機能障害は，統計学的に有意ではあるが，その程度はわずかしか認められなかった．一方で，本研究では，双極性障

おわりに
―展

望―

害群で，顕著な社会認知機能障害が確認された．

MCCB は，現在，統合失調症の認知機能を標的

MCCB における社会認知は，MSCEIT 第 4 ブランとする臨床試験に，標準的な認知機能評価バッテ

チの感情管理を用いて評価される．MSCEIT でリーとして広く用いられている．今後は，統合失は，ビネットとしてさまざまな場面や状況が提示

調症のみでなく，双極性障害を含むさまざまな精

され，本人や周囲との関係のなかで感情をいかに

神疾患の臨床研究に，応用され使用されると考え調整するかを，提示された複数の対処策から選ぶられる．本研究では行うことができなかったが，ことによって評価するものである．そして，採点

うつ病患者においても，標準的な認知機能評価

は，各対処策を健常成人が選択した割合を基準

バッテリーを用いて評価することにより，その特（一般統一見解法）として行われる．そのため，徴が明らかとなる可能性がある．もし，疾患によMSCEIT の点数は，採点に用いる標準化データにり認知機能障害の特徴が異なるのであれば，現よって，大きな影響を受けることになる．実際に，在，臨床場面で大きな問題となっている，単極性

本研究の健常対照群，双極性障害群，日本人標準

うつ病と双極性うつ病の鑑別など，診断の補助に

データ群における各認知状況に対する反応は，英用いることができるようになるかもしれない．ま精 神 経 誌（2018）120 巻 11 号

988

た，縦断的に認知機能を測定することにより，疾患の病態を明らかにするとともに，予後に関する予測ができる可能性がある．本研究結果は，今後の双極性障害患者の認知機能障害に対する生物学的研究，そして薬物治療の研究において，重要な基礎的データを提供するものである．

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利益相反
三浦智史は日本学術振興会より助成を受け，グラクソ・スミスクライン株式会社，Meiji Seika ファルマ株式会社，
大塚製薬株式会社，塩野義製薬株式会社，MSD 株式会社，（14）；3083 3096, 2014
7）First, M. B., Spitzer, R. L., Gibbon, M., et al.：
Structured Clinical Interview for DSM Ⅳ TR Axis I Dis-大正富山医薬品株式会社，持田製薬株式会社より講演料をorders. Columbia University, Department of Psychiatry,提供された．神庭重信は日本学術振興会，日本医療研究開

New York, 2003（髙橋三郎監訳：精神科診断面接マニュア

発機構，ファイザー株式会社，小野薬品工業株式会社，グル SCID：使用の手引き・テスト用紙．日本評論社，東京，

ラクソ・スミスクライン株式会社，アステラス製薬株式会社，ヤンセンファーマ株式会社，吉富薬品株式会社，日本
イーライリリー株式会社，大塚製薬株式会社，持田製薬株
式会社，第一三共株式会社，大日本住友製薬株式会社，
Meiji Seika ファルマ株式会社，塩野義製薬株式会社，エーザイ株式会社，MSD 株式会社より助成を受け，ファイザー

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クライン株式会社，日本イーライリリー株式会社，エーザ

erative study #572. Am J Med Genet B Neuropsychiatr

イ株式会社，Meiji Seika ファルマ株式会社，大正富山医薬

Genet, 165B（4）；381 389, 2014品株式会社，アステラス製薬株式会社，小野薬品工業株式会社，持田製薬株式会社，大塚製薬株式会社，アボット・
ジャパン株式会社，塩野義製薬株式会社，大日本住友製薬
株式会社，日本ケミファ株式会社，吉富薬品株式会社，
MSD 株式会社より講演料を受けている．他の共著者は本論文に関連して開示すべき利益相反はない．
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